中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距演進(jìn)及協(xié)調(diào)發(fā)展*

高志剛 克甝

2018 年11 月，中共中央、國(guó)務(wù)院在《關(guān)于建立更加有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機(jī)制的意見》（以下簡(jiǎn)稱《意見》）中指出，中國(guó)區(qū)域發(fā)展差距較大，區(qū)域分化現(xiàn)象逐漸顯現(xiàn)，區(qū)域發(fā)展不平衡日益加劇，區(qū)域發(fā)展機(jī)制尚需逐步完善，已成為制約新時(shí)代實(shí)施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的瓶頸?！兑庖姟愤M(jìn)一步明確，要遵循高質(zhì)量發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)，以“五位一體”和“四個(gè)全面”的總體戰(zhàn)略布局為指引，立足各地現(xiàn)實(shí)稟賦，發(fā)揮各自比較優(yōu)勢(shì)，制定并實(shí)施基本公共服務(wù)均等化、基礎(chǔ)設(shè)施通達(dá)程度比較均衡、人民基本生活保障水平大體相當(dāng)?shù)母哔|(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略和統(tǒng)籌有力、競(jìng)爭(zhēng)有序、綠色協(xié)調(diào)、共享共贏的區(qū)域發(fā)展新機(jī)制，努力實(shí)現(xiàn)共同富裕。

改革開放初期，為迅速脫離貧窮落后的不利局面，中國(guó)實(shí)施了非均衡發(fā)展戰(zhàn)略，即把有限資源配置到經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)較好的東部沿海地區(qū)，使其優(yōu)先發(fā)展并帶動(dòng)中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，最終實(shí)現(xiàn)全國(guó)經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展；然而現(xiàn)如今，這一目標(biāo)也并未實(shí)現(xiàn)。基于以上背景，厘清改革開放以來(lái)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的演進(jìn)過程，探究省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響因素，研究縮小省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的路徑，不僅具有重要的理論價(jià)值，更有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

目前學(xué)術(shù)界對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的研究較為豐碩，選取的視角主要有3個(gè)方面。

1.以區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的內(nèi)涵與測(cè)度作為研究視角

不同學(xué)者對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的內(nèi)涵和測(cè)度的認(rèn)知有所不同。有的學(xué)者認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距是指一定時(shí)期內(nèi)全國(guó)各區(qū)域之間人均意義上的總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平非均等化現(xiàn)象，致使空間上呈現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，測(cè)度指標(biāo)是人均GDP（陳秀山等，2004；覃成林等，2011；孫久文，2017）；有的學(xué)者將區(qū)域差距視為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人類總體發(fā)展水平等差異，測(cè)度指標(biāo)將GDP 和人類發(fā)展指數(shù)結(jié)合（彭文斌等，2010；張振翼等，2018）；有的學(xué)者認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的實(shí)質(zhì)是貧富差距，影響貧富差距的因素主要是收入差距，測(cè)度指標(biāo)是人均收入（陳自芳，2014）；有的學(xué)者認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距應(yīng)包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度差距和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)差距，測(cè)度指標(biāo)是區(qū)域經(jīng)濟(jì)、城鄉(xiāng)、環(huán)境、社會(huì)等協(xié)調(diào)發(fā)展水平指數(shù)（高志剛等，2011）；有的學(xué)者認(rèn)為區(qū)域差異是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距和收入水平的差距，測(cè)度指標(biāo)是人均GDP 和人均可支配收入（張車偉，2013；王珺，2017）；有的學(xué)者認(rèn)為城市內(nèi)部的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距主要從經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)發(fā)育和公共服務(wù)3個(gè)方面考量，測(cè)度指標(biāo)是GDP、人均GDP、人均可支配收入、三甲醫(yī)院數(shù)量（袁蕾，2012）。

2.以區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的時(shí)空分異作為研究視角

覃成林等（2011）運(yùn)用人口加權(quán)變異系數(shù)，分析了2001—2009年中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的變化過程，并進(jìn)行了二次分解，深度剖析了這一時(shí)期區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的空間原因和產(chǎn)業(yè)原因；劉軍等（2009）運(yùn)用泰爾指數(shù)測(cè)度中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距經(jīng)歷了一個(gè)先縮小后擴(kuò)大的演變過程；匡兵（2017）利用核密度估計(jì)等方法對(duì)中國(guó)地級(jí)市經(jīng)濟(jì)密度的時(shí)空分異和影響因素進(jìn)行了實(shí)證探討，認(rèn)為中國(guó)地級(jí)市的經(jīng)濟(jì)密度在選取時(shí)間段內(nèi)呈現(xiàn)明顯的非均衡。以上學(xué)者，雖然采用了不同的測(cè)算方法，選取了不同的視域和時(shí)段，但得出了基本一致的結(jié)論：中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在時(shí)空分異。

3.以區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的相關(guān)關(guān)系作為研究視角

葉金珍和安虎森（2017）運(yùn)用異質(zhì)性新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型研究腐敗和轉(zhuǎn)移支付對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的相關(guān)關(guān)系；卞元超等（2018）以要素流動(dòng)的視角，研究高鐵對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響；盧洪友等（2012）采用1998—2009 年28 個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，驗(yàn)證全要素生產(chǎn)率對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響；姜乾之和權(quán)衡（2015）構(gòu)建了一個(gè)“勞動(dòng)力流動(dòng)—經(jīng)濟(jì)集聚—地區(qū)差距”的理論框架，運(yùn)用面板模型研究了勞動(dòng)力流動(dòng)與地區(qū)差距的關(guān)系。

以上學(xué)者均對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距相關(guān)研究做出了重要貢獻(xiàn)，但由于對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的認(rèn)知差異較大，由此產(chǎn)生了不同測(cè)度方法，選取了不同維度，導(dǎo)致結(jié)果可比性較低；同時(shí)多數(shù)學(xué)者傾向于關(guān)注某一層面對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響，系統(tǒng)性分析新時(shí)代中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響因素的成果仍相對(duì)缺乏。對(duì)改革開放以來(lái)中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距進(jìn)行系統(tǒng)測(cè)度和分解，分析中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響因素，能夠?yàn)榻⒏佑行У膮^(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機(jī)制，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供理論依據(jù)。

二、測(cè)度方法與實(shí)證模型

本文的測(cè)度方法與實(shí)證模型介紹如下。

1.測(cè)度方法

本文采用人口加權(quán)標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)測(cè)度區(qū)域經(jīng)濟(jì)絕對(duì)差距，采用基尼系數(shù)和人口加權(quán)變異系數(shù)測(cè)度區(qū)域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距。

本文使用莫蘭指數(shù)表征區(qū)域差距的空間相關(guān)性，其基本思路是：采用普通面板模型對(duì)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距指標(biāo)進(jìn)行回歸分析，根據(jù)其殘差值進(jìn)行指數(shù)檢驗(yàn)，并根據(jù)對(duì)應(yīng)的P值判斷指數(shù)是否顯著，以此判定其經(jīng)濟(jì)含義。莫蘭指數(shù)計(jì)算見公式（1），取值介于［-1，1］之間。取值在（0，1］之間，表示存在正相關(guān)性；取值在［-1，0）之間，表示存在負(fù)相關(guān)性；取值為0，表示不存在空間相關(guān)性。

其中，yi為OLS 模型的回歸殘差，y 為殘差的平均值，Wij為空間權(quán)重矩陣，本文使用毗鄰矩陣。

2.實(shí)證模型

改革開放以來(lái)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)政策發(fā)生了幾次重大轉(zhuǎn)變，把1978—2016年視為整體進(jìn)行回歸經(jīng)濟(jì)意義不大，由于2000 年國(guó)家開始實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，拉開了促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的序幕，加之考慮數(shù)據(jù)的可得性，故選取2000—2016年為本文的研究區(qū)間。建模的整體思路是：建立OLS 模型，根據(jù)其殘差值判定空間相關(guān)性，若存在空間相關(guān)性則繼續(xù)建立SAR 模型和SEM 模型；若SAR 模型和SEM模型通過檢驗(yàn)，則繼續(xù)添加變量建立SDM 模型和SAC 模型。式（2）是SDM 模型，式（3）是SAC 模型，式（4）是SAR模型，式（5）是SEM模型，式（6）是OLS模型。各個(gè)模型之間的轉(zhuǎn)換關(guān)系如下：

當(dāng)SDM 模型中的空間交互作用不存在，即δ=0時(shí)，或者面板空間自相關(guān)（SAC）模型中的空間誤差項(xiàng)的系數(shù)λ=0 時(shí)，就是相應(yīng)的面板空間自回歸（SAR）模型。

面板空間自相關(guān)（SAC）模型中的因變量空間滯后項(xiàng)系數(shù)ρ=0 時(shí)，就是相應(yīng)的面板空間自回歸（SEM）模型。

經(jīng)典OLS模型，若所選區(qū)域間不存在空間相關(guān)性，即式（2）—式（5）中的空間項(xiàng)的系數(shù)都為0時(shí)，就可以轉(zhuǎn)化為普通OLS模型。

式（2）—式（6）中，distanceit表示省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，Xit是影響因素指標(biāo)集合，εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，滿足均值為0，方差為σ2的基本假定，w和m則是空間權(quán)重矩陣。

綜上，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距是一個(gè)動(dòng)態(tài)演變過程，其演變過程不僅體現(xiàn)在時(shí)間維度，也體現(xiàn)在空間維度，采用多重空間計(jì)量模型對(duì)其影響因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，可最大限度地提高模型結(jié)論的說(shuō)服力。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

在前文構(gòu)建的模型的基礎(chǔ)上對(duì)中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

1.省級(jí)層面的中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距

第一，絕對(duì)差距。由圖1 可知，省級(jí)區(qū)域人均GDP 標(biāo)準(zhǔn)差在1978—1990 年大體呈水平直線的軌跡，增長(zhǎng)較為緩慢。改革開放初期處于“探路”階段，為實(shí)現(xiàn)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)過渡，采用漸進(jìn)式的改革，以局部試驗(yàn)的方式緩慢推進(jìn)，在這一階段，中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的絕對(duì)差距不大。1990 年后區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距迅速擴(kuò)大，1992 年以后，中國(guó)建立了社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的基本框架，東部沿海地區(qū)依靠基礎(chǔ)設(shè)施、資源、能源、交通、區(qū)位和政策的先發(fā)優(yōu)勢(shì)，逐漸拉大了與其他省份的經(jīng)濟(jì)差距。相比起來(lái)，雖然其他省份具備人口、能源、資源等優(yōu)勢(shì)，后來(lái)也有一大批重點(diǎn)項(xiàng)目開工建設(shè)，為相關(guān)省份的發(fā)展提供了良好的契機(jī)，但在非均衡發(fā)展的發(fā)展戰(zhàn)略下，這些省份由于發(fā)展基礎(chǔ)薄弱，省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)絕對(duì)差距一直呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢(shì)。在2001年中國(guó)加入世界貿(mào)易組織后，加快了市場(chǎng)化和全球化的進(jìn)程，外貿(mào)井噴式增長(zhǎng)，強(qiáng)有力地拉動(dòng)了外貿(mào)依存度較高的東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而處于內(nèi)陸地區(qū)，特別是交通條件較差、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)落后的地區(qū)，參與國(guó)際分工和承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的能力就弱，造成了其發(fā)展的滯后，因此，進(jìn)一步拉大了省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)的絕對(duì)差距。

圖1 1978—2017年人均GDP人口加權(quán)標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)趨勢(shì)圖

第二，相對(duì)差距。由圖2 可知，人均GDP 基尼系數(shù)和加權(quán)變異系數(shù)變動(dòng)軌跡趨勢(shì)大體吻合，1978—1990年，兩者呈現(xiàn)不斷下降的趨勢(shì)。1991—2003年，其又呈現(xiàn)逐漸回升的態(tài)勢(shì)。隨著西部大開發(fā)戰(zhàn)略、振興東北地區(qū)等老工業(yè)基地、中部地區(qū)崛起等國(guó)家戰(zhàn)略的實(shí)施，2004 年后，加權(quán)變異系數(shù)又呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢(shì)，從2004 年的0.88 下降至2014 年的0.42，下降趨勢(shì)十分明顯，說(shuō)明該時(shí)期中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差異逐漸縮小。2014 年后加權(quán)變異系數(shù)和基尼系數(shù)雖有輕微上揚(yáng)，但漲幅甚微，基本維持水平態(tài)勢(shì)。黨的十八大以來(lái)，黨中央將促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展作為一項(xiàng)重大任務(wù)持續(xù)推進(jìn)，采取了一系列措施解決區(qū)域發(fā)展中存在的突出問題，著力補(bǔ)齊發(fā)展短板，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移，區(qū)域發(fā)展的協(xié)調(diào)性進(jìn)一步增強(qiáng)。因此，2012 年后，省級(jí)層面區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異略有波動(dòng)但基本維持不變的態(tài)勢(shì)。

圖2 1978—2017年人均GDP基尼系數(shù)、人均GDP加權(quán)變異系數(shù)趨勢(shì)圖

2.中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距的分解

第一，空間分解。運(yùn)用由Akita and Miyata（2010）提出的人口加權(quán)變異系數(shù)的二重分解方法，對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距進(jìn)行分解。第一重分解將中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距分解為“四大板塊”組內(nèi)差距和“四大板塊”組間差距之和。由圖3 可以看出，1978—1990年中國(guó)“四大板塊”組內(nèi)差距顯著高于“四大板塊”組間差距，并且1978—1990 年中國(guó)“四大板塊”組內(nèi)差距變動(dòng)過程與1978—1990 年中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距變動(dòng)過程一致，可初步判斷，1978—1990 年“四大板塊”組內(nèi)差距是導(dǎo)致中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的主要原因。同樣，1991—2017年中國(guó)“四大板塊”組間差距顯著高于“四大板塊”組內(nèi)差距，并且1991—2017年中國(guó)“四大板塊”組間差距變動(dòng)過程與1991—2017 年中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距變動(dòng)過程高度一致，主要表現(xiàn)為1991—2004年都呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，2004 年之后為下降、再趨于平穩(wěn)，且1993年、2000年、2009年小幅波動(dòng)也具有一致性。據(jù)此，可以初步判斷，1991—2017年“四大板塊”組間差距是導(dǎo)致中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的主要原因。

第二，產(chǎn)業(yè)分解。由圖3 可以看出，1990 年和2004年是中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的重要拐點(diǎn)。基于此，選取1990年、2004年與2017年3個(gè)時(shí)間點(diǎn)，在第一重分解的基礎(chǔ)上，對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距進(jìn)行二重分解（產(chǎn)業(yè)分析），從產(chǎn)業(yè)的視角對(duì)中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距的動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行分析，結(jié)果見表1②。

圖3 1978—2017年中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距空間分解

表1 1990年、2004年與2017年中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)差距的產(chǎn)業(yè)分解匯總 （單位：%）

表1 顯示，1990 年，“四大板塊”內(nèi)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距對(duì)于中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的總體貢獻(xiàn)為63.43%，這表明，“四大板塊”內(nèi)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距是導(dǎo)致中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的主要原因；從產(chǎn)業(yè)角度來(lái)看，1990年第二產(chǎn)業(yè)對(duì)于中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的貢獻(xiàn)率達(dá)89.44%，第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率僅為10.56%；從“四大板塊”角度來(lái)看，東部地區(qū)區(qū)內(nèi)差距對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的貢獻(xiàn)率達(dá)56.01%，超過了其他3個(gè)區(qū)域之和。在2004 年和2017 年，“四大板塊”之間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距對(duì)于中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的貢獻(xiàn)率分別是59.19%和59.36%。這表明，2004年和2017年，“四大板塊”之間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距是導(dǎo)致中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的主要原因，而“四大板塊”內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距是次要原因。第三產(chǎn)業(yè)對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的貢獻(xiàn)高于第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)。2004年、2017 年第三產(chǎn)業(yè)對(duì)于中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的貢獻(xiàn)率分別為51.19%、64.81%，與1990年產(chǎn)業(yè)分解比較，第三產(chǎn)業(yè)超過第二產(chǎn)業(yè)成為中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的主要貢獻(xiàn)產(chǎn)業(yè)，并且第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率由1990年的10.35%提高到2017年的64.81%；1990年、2004年、2017 年第一產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率均為負(fù)，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距發(fā)揮反向作用；第二產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)率由1990年接近90%，到2004 年略低于第三產(chǎn)業(yè)，再到2017年遠(yuǎn)低于第三產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率，較1990年、2004分別下降了52.62 個(gè)百分點(diǎn)、12.19 個(gè)百分點(diǎn)。在“四大板塊”組內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距對(duì)組內(nèi)整體發(fā)展差距的貢獻(xiàn)方面，東部地區(qū)貢獻(xiàn)率最大。在2004年和2017年，東部地區(qū)組內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距貢獻(xiàn)占比分別為36.8%和31.98%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中部地區(qū)、東北地區(qū)和西部地區(qū)；但東部地區(qū)組內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距貢獻(xiàn)占比呈下降態(tài)勢(shì)，2017 年比2004 年下降了4.82 個(gè)百分點(diǎn)。東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)組內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距貢獻(xiàn)雖占比較小，但均呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)；其中，西部地區(qū)增幅為2.36個(gè)百分點(diǎn)，中部地區(qū)增幅為2.17個(gè)百分點(diǎn)，東北地區(qū)增幅為0.14個(gè)百分點(diǎn)。通過對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距的空間分解和產(chǎn)業(yè)分解，“四大板塊”間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距，尤其是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距是新時(shí)代中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的主要原因。

3.空間相關(guān)性

本文構(gòu)建的中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距影響因素指標(biāo)體系見表2。

第一，變量選取。

表2 中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距影響因素指標(biāo)體系

一是被解釋變量。以往學(xué)者在衡量地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)差距時(shí)，多采用人均GDP和人均GDP增長(zhǎng)率等經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)，但筆者認(rèn)為這并不能把差距很好地體現(xiàn)在模型中。因此，在對(duì)式（2）—式（6）進(jìn)行回歸時(shí)，借鑒盧洪友等（2012）的做法，采用各地區(qū)當(dāng)年人均GDP 與全國(guó)當(dāng)年人均GDP 的差值，記為distance；同時(shí)考慮到可能存在的異方差性，因此對(duì)差值數(shù)據(jù)進(jìn)行同距平移，使其全部為正，以方便用來(lái)取對(duì)數(shù)，在計(jì)量模型中這不影響實(shí)證結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義。

二是解釋變量。借鑒陳秀山（2004）的理論框架并進(jìn)行拓展，主要選取以下指標(biāo)作為解釋變量。

資本投入變量。主要考慮使用物質(zhì)資本存量（K）、人力資本存量（L）和外商直接投資（FDI）3 個(gè)指標(biāo)。物質(zhì)資本存量以Goldsmith 首次提出的永續(xù)盤存法為基礎(chǔ)進(jìn)行折算，該方法計(jì)算過程如下：

式（7）中，Ki，t為全國(guó)各?。ㄊ?、區(qū)）在t期的物質(zhì)資本存量，Ki，t-1為其前一期的物質(zhì)資本存量，Ii，t表示第t期的固定資本形成總額；δi，t為固定資產(chǎn)折舊率。具體計(jì)算過程，借鑒張軍（2004）的算法，其中固定資產(chǎn)折舊率借鑒單豪杰（2008）的結(jié)果，取10.96%，2000 年的物質(zhì)資本存量用2001 年的固定資本形成總額比上固定資產(chǎn)折舊率與1953—1957年固定資本形成總額的平均增長(zhǎng)率之和。人力資本存量指標(biāo)主要來(lái)源于中國(guó)人力資本和勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究中心的科研項(xiàng)目《中國(guó)人力資本的測(cè)量及人力資本指標(biāo)體系的構(gòu)建》的人力資本計(jì)算結(jié)果。外商直接投資采用各個(gè)省份的實(shí)際利用外資額來(lái)衡量。

區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)變量。主要考慮使用歷史經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（dgdp）和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（road）兩個(gè)指標(biāo)。時(shí)間序列數(shù)據(jù)的特征是距離預(yù)測(cè)期越遠(yuǎn)的觀測(cè)期數(shù)據(jù)，其影響越小，因此采用滯后一期GDP 來(lái)衡量歷史經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。由于各地自然條件的差異，同時(shí)考慮實(shí)證數(shù)據(jù)的可獲得性，采用每平方千米的公路通車?yán)锍虂?lái)衡量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。

區(qū)域要素配置變量。主要考慮使用區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（pnai）、市場(chǎng)化程度（market）和城鎮(zhèn)化水平（urban）3 個(gè)指標(biāo)。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展必然伴隨著第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的不斷下降和第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的不斷上升（庫(kù)茲涅茨，1985），因此采用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重來(lái)衡量區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。市場(chǎng)化程度會(huì)影響要素的配置效率，采用使用廣泛的（王小魯?shù)龋?017）學(xué)者構(gòu)建的市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)衡量市場(chǎng)化程度水平。城鎮(zhèn)化可以釋放人口進(jìn)入城鎮(zhèn)之后消費(fèi)以及基礎(chǔ)設(shè)施投入的潛力進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，采用城鎮(zhèn)人口或非農(nóng)人口與各省年末總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量城鎮(zhèn)化水平。

區(qū)域要素使用變量。主要考慮使用對(duì)外貿(mào)易水平（trade）和全要素生產(chǎn)率（gtfp）兩個(gè)指標(biāo)。擴(kuò)大對(duì)外開放格局能充分利用外部資源驅(qū)動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此，采用進(jìn)出口總額來(lái)衡量對(duì)外貿(mào)易水平。黨的十九大報(bào)告明確提出全要素生產(chǎn)率是新時(shí)代經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的核心，運(yùn)用Super-SBM 模型，以物質(zhì)資本存量、人力資本存量、能源消費(fèi)總量作為輸入變量，以實(shí)際GDP 作為期望產(chǎn)出、以CO2排放量作為非期望產(chǎn)出，計(jì)算全要素生產(chǎn)率。其中，能源消費(fèi)總量以各地區(qū)能源消耗14類能源消費(fèi)量（焦炭、煤炭、焦?fàn)t煤氣、高爐煤氣、轉(zhuǎn)爐煤氣、液化石油氣、其他煤氣、原油、柴油、天然氣、汽油、燃料油、煤油、液化天然氣）折算成標(biāo)準(zhǔn)煤作為能源投入，CO2排放量運(yùn)用《2006 年IPCC 國(guó)家溫室氣體清單指南》提供的能耗折算方法估算碳排放量，各種燃料折算成萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤的能源參考熱值及標(biāo)準(zhǔn)煤折算系數(shù)來(lái)源于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。

式（8）中，C為CO2排放總量，Ci為各類能源折算標(biāo)準(zhǔn)煤計(jì)算得到的CO2排放量，Ei為各類能源的能源消費(fèi)量，NCVi為各類能源平均低位發(fā)熱量，CEFi是IPCC 給出的能源碳排放系數(shù)，COFi為碳氧化因子（一般默認(rèn)為1）。

制度因素變量。一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展除受自然資源、經(jīng)濟(jì)資源的影響外，也受政策、體制、法規(guī)等制度因素以及價(jià)值觀念、文化傳統(tǒng)和民族的心理特征等非經(jīng)濟(jì)因素的影響?；诖?，將制度因素納入高質(zhì)量發(fā)展的影響因素框架體系，采用兩個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量制度因素：一是用財(cái)政支出指標(biāo)（expenditure）衡量政策導(dǎo)向，采用扣除科教文衛(wèi)支出的財(cái)政支出占GDP的比重來(lái)反映；二是用腐敗指標(biāo)（corrupt）衡量法律法規(guī)的有效性，采用每萬(wàn)人公職人員職務(wù)犯罪案件數(shù)來(lái)衡量腐敗程度。

空間變動(dòng)變量。主要考慮空間計(jì)量模型的ρ或者λ來(lái)衡量空間相關(guān)性。

第二，數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)。

選取中國(guó)30 個(gè)?。▍^(qū)、市）為研究對(duì)象，時(shí)間區(qū)間為2000—2016年。由于西藏?cái)?shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故沒有將其列入研究范圍。指標(biāo)中公職人員職務(wù)犯罪案件數(shù)來(lái)源于歷年的《中國(guó)檢察年鑒》，其他沒有經(jīng)過特殊說(shuō)明的數(shù)據(jù)均來(lái)自歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各?。▍^(qū)、市）相應(yīng)年份的統(tǒng)計(jì)年鑒。此外，凡是以當(dāng)年價(jià)格運(yùn)算的指標(biāo)，均以2000 年為基期進(jìn)行了不變價(jià)格的折算以消除價(jià)格因素的影響。對(duì)于存在統(tǒng)計(jì)口徑變化較大的指標(biāo)以趨勢(shì)外推方法進(jìn)行模擬。選取的變量指標(biāo)基本統(tǒng)計(jì)特征如表3所示。

表3 選取變量指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)

第三，空間相關(guān)性的驗(yàn)證。

為驗(yàn)證中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的空間相關(guān)性，使用普通面板回歸模型方法進(jìn)行回歸分析，按照公式可以計(jì)算出回歸結(jié)果殘差的全局莫蘭指數(shù)，考慮到篇幅，這里僅展示莫蘭指數(shù)的變化趨勢(shì)，可以發(fā)現(xiàn)在給定10%的顯著性水平下，莫蘭指數(shù)均顯著為正，并呈現(xiàn)W型態(tài)勢(shì)（見圖4）；這表明中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在空間正相關(guān)性。從表4的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，歷史因素是導(dǎo)致各個(gè)地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)差距的主要原因，而非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重提升、財(cái)政支出比重、城鎮(zhèn)化水平、懲治腐敗對(duì)縮小經(jīng)濟(jì)差距均有顯著的促進(jìn)作用，但由于回歸殘差值具有顯著的空間正相關(guān)性，該方法所得到的估計(jì)結(jié)果是有偏的。

圖4 基于空間距離矩陣的OLS殘差的空間相關(guān)性識(shí)別

表4 OLS回歸估計(jì)結(jié)果

4.中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距影響因素

采用考慮空間相關(guān)性的4 種空間面板模型SAR、SEM、SAC 和SDM 模型分別進(jìn)行估計(jì)，依據(jù)Anselin et al.（2004）提出的判斷規(guī)則，采用自然對(duì)數(shù)值（Log-L）、Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)對(duì)模型的擬合效果進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果選取最優(yōu)模型，以最大限度地接近客觀真實(shí)情況。進(jìn)一步經(jīng)豪斯曼檢驗(yàn)，空間面板計(jì)量模型均選用固定效應(yīng)，由于篇幅所限，中間檢驗(yàn)過程不再贅述?？臻g面板回歸結(jié)果見表5，其中模型1、3、5、7 是基于空間毗鄰矩陣的估計(jì)結(jié)果，模型2、4、6、8 是基于空間距離矩陣的估計(jì)結(jié)果。由表5 可以發(fā)現(xiàn)，采用毗鄰矩陣和距離矩陣的4 種空間面板模型的空間系數(shù)均顯著為正，這表明省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在正相關(guān)性，進(jìn)一步驗(yàn)證了莫蘭指數(shù)測(cè)算結(jié)果得出的結(jié)論。由于基于空間毗鄰矩陣的SDM 模型，變量系數(shù)顯著的較多，初步判斷，SDM 模型具有最好的擬合效果；進(jìn)一步運(yùn)用Wald 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)，在給定1%的顯著性水平下，Wald空間滯后檢驗(yàn)和Wald空間誤差檢驗(yàn)、LR空間滯后檢驗(yàn)和LR空間誤差檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值，均通過顯著性檢驗(yàn)，這表明SDM 模型具有最優(yōu)的擬合效果。基于此，選擇SDM 模型進(jìn)行分析。模型建立后，要對(duì)其穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。采用不同的空間矩陣建立空間計(jì)量模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不論采用哪種空間矩陣，均是SDM模型最優(yōu)，雖然估計(jì)結(jié)果的系數(shù)大小略有差異，但顯著性和方向并沒有發(fā)生根本性改變，綜合以上分析，后續(xù)分析以模型7作為分析模型。

第一，空間溢出效應(yīng)?？臻g自回歸系數(shù)ρ為0.235（見表5 的模型7），給定1%的顯著性水平下，通過假設(shè)檢驗(yàn)，這表明中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在顯著的正向溢出效應(yīng)。滯后一期的GDP 與全要素生產(chǎn)率均具有正向影響；物質(zhì)資本、人力資本、外商直接投資、基礎(chǔ)設(shè)置建設(shè)、財(cái)政支出、市場(chǎng)化水平、城鎮(zhèn)化水平、懲治腐敗、對(duì)外貿(mào)易水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)則對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大起到負(fù)向抑制作用。各個(gè)影響因素通過極化作用和涓滴效應(yīng)對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距產(chǎn)生影響，即臨近省份的區(qū)域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距將會(huì)對(duì)本省的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距造成相應(yīng)的影響。各個(gè)要素在推進(jìn)或者抑制區(qū)域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距的同時(shí)也會(huì)通過空間溢出機(jī)制，傳導(dǎo)至臨近省份，從而推進(jìn)臨近省份區(qū)域經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距共同擴(kuò)大或縮小。由于所選模型為空間面板杜賓模型(見表6），模型中納入了空間滯后解釋變量和被解釋變量，估計(jì)結(jié)果并不能直接反映其邊際效用，難以準(zhǔn)確衡量各影響因素對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響，因此還需要對(duì)其進(jìn)行直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的分解，深入刻畫各個(gè)影響因素的溢出傳導(dǎo)機(jī)制。

第二，空間傳導(dǎo)機(jī)制。區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距是一個(gè)動(dòng)態(tài)概念，不僅隨著各個(gè)省份自身?xiàng)l件的改變而變動(dòng)，還受外在條件的影響。區(qū)域經(jīng)濟(jì)的空間差異是受資本投入、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)、區(qū)域要素配置、區(qū)域要素使用、制度因素、空間變動(dòng)等多種因素相互交織、共同作用的影響所導(dǎo)致的，進(jìn)而形成了中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的傳導(dǎo)機(jī)制。

表6 空間面板杜賓模型滯后項(xiàng)回歸結(jié)果

一是資本投入。資本凈值的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為-0.207和-0.765，都能通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，即資本存量通過直接或者間接傳導(dǎo)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這是因?yàn)椋?000年以來(lái)，國(guó)家為縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，提出了西部大開發(fā)、振興東北地區(qū)等老工業(yè)基地、中部地區(qū)崛起等一系列政策。各個(gè)省份之間的合作大于競(jìng)爭(zhēng)，以實(shí)現(xiàn)利益的最大化。人力資本的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為-0.344 和-0.052，前者通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)，后者沒有通過檢驗(yàn)，即人力資本通過直接傳導(dǎo)對(duì)縮小本省的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在正向影響。究其原因，隨著中西部地區(qū)人力資本的不斷提升，使得人力資本可以逐步與質(zhì)量較高的國(guó)際化、現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)相匹配，因此縮小了本省的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。外商直接投資的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為-0.001和0.004，無(wú)論是從統(tǒng)計(jì)意義上來(lái)看，還是從經(jīng)濟(jì)意義上來(lái)看，均不顯著，這與預(yù)期不一致。但從外商直接投資與GDP占比來(lái)看，全國(guó)絕大部分省區(qū)的占比均是不斷下降。這是因?yàn)?，外商直接投資在第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的比重較小，而在第二產(chǎn)業(yè)的比重過大，外商直接投資在促進(jìn)中國(guó)技術(shù)密集產(chǎn)品出口方面的作用有待提高。從統(tǒng)計(jì)指標(biāo)上來(lái)看，在統(tǒng)計(jì)核算中，外商投資半數(shù)以上比重進(jìn)入了資本凈值的統(tǒng)計(jì)，這可能導(dǎo)致外商直接投資這個(gè)指標(biāo)與資本凈值之間存在一定程度的共線性。由于各個(gè)省份并沒有對(duì)所占比重進(jìn)行詳細(xì)測(cè)算，目前指標(biāo)上的問題還難以解決，這也是模型中外商直接投資系數(shù)不顯著的原因。

二是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)。滯后一期GDP 的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)系數(shù)為1.666 和1.510，分別通過1%和5%水平的顯著性檢驗(yàn)，即前期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量與區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)是區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的基礎(chǔ)原因之一。縱向來(lái)看，2000 年以來(lái)，“四大板塊”除東北地區(qū)外，中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度略高于東部地區(qū)，說(shuō)明中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)在不斷提高，相對(duì)差距在不斷縮小。但從“四大板塊”內(nèi)部橫向來(lái)看，由于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平遠(yuǎn)高于其他地區(qū)，再加上經(jīng)濟(jì)發(fā)展的慣性作用，區(qū)域間的絕對(duì)差距依然在擴(kuò)大，東部地區(qū)仍然處于國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的領(lǐng)頭羊地位?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)（每平方千米的公路通車?yán)锍蹋┑闹苯有?yīng)、間接效應(yīng)系數(shù)是0.011 和0.282，前者沒有通過顯著性檢驗(yàn)，后者在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，即基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)通過間接傳導(dǎo)與相鄰省份的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在正相關(guān)關(guān)系。究其原因，加快推進(jìn)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能夠不斷擴(kuò)大路網(wǎng)規(guī)模、提高路網(wǎng)質(zhì)量、提升運(yùn)輸能力，以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。本省的相對(duì)超前則意味著鄰省的相對(duì)滯后，從而產(chǎn)生比較優(yōu)勢(shì)，間接導(dǎo)致鄰省的相對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大。

表7 各個(gè)變量對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

三是區(qū)域要素配置。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重）的直接效應(yīng)系數(shù)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為-1.720和0.990，給定1%的顯著性水平，前者通過檢驗(yàn)，而后者顯著性水平放寬到10%，依然未能通過檢驗(yàn)。這說(shuō)明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通過直接傳導(dǎo)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通過直接傳導(dǎo)機(jī)制縮小了本省同全國(guó)平均水平的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。原因在于，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是聯(lián)系經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要紐帶，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響要素投入產(chǎn)出變化在資源配置、技術(shù)效率等方面起重要作用，這些都對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距起到了抑制性作用。市場(chǎng)化水平的直接效應(yīng)系數(shù)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為-0.142和0.094，兩者在給定10%的顯著性水平下，均未通過檢驗(yàn)。這是因?yàn)?，市?chǎng)化程度對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響存在門限效應(yīng)，能夠促進(jìn)發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，而對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的帶動(dòng)作用較弱（孫曉華，2015），欠發(fā)達(dá)地區(qū)的市場(chǎng)化程度尚未到達(dá)拐點(diǎn)，以至于對(duì)縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的作用不明顯。城鎮(zhèn)化水平的直接效應(yīng)系數(shù)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為-1.133 和-3.547，兩者在給定1%的顯著性水平下，能夠通過檢驗(yàn)。這是由于隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，會(huì)產(chǎn)生規(guī)模集聚效應(yīng)，并通過直接傳導(dǎo)機(jī)制和間接傳導(dǎo)機(jī)制縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。城鎮(zhèn)化產(chǎn)生明顯集聚效應(yīng)和溢出效應(yīng)，物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)進(jìn)步等生產(chǎn)要素通過空間傳導(dǎo)機(jī)制縮小了區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。

四是區(qū)域要素使用。對(duì)外貿(mào)易水平的直接效應(yīng)系數(shù)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為-0.081 和-0.274，前者在給定1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，后者在給定5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。這說(shuō)明，對(duì)外貿(mào)易通過直接傳導(dǎo)和間接傳導(dǎo)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)系數(shù)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為0.256 和0.026，前者在給定5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，后者顯著性水平放寬到10%，依然未能通過檢驗(yàn)。這說(shuō)明，全要素生產(chǎn)率通過直接傳導(dǎo)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力的加大和新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換速度的加快加劇了全要素生產(chǎn)率的空間不平衡，擴(kuò)大了區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，給區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展帶來(lái)了新的壓力。

五是制度因素。財(cái)政支出的直接效應(yīng)系數(shù)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為-1.880 和-0.428，前者在給定1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，后者顯著性水平放寬到10%，依然未能通過檢驗(yàn)。這說(shuō)明，財(cái)政支出通過直接傳導(dǎo)作用于區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，二者存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。政府可以直接通過財(cái)政支出改善物質(zhì)資本和人力資本等生產(chǎn)要素，以此來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這些是市場(chǎng)無(wú)法通過價(jià)格手段解決的。懲治腐敗程度的直接效應(yīng)系數(shù)和間接效應(yīng)系數(shù)分別為-0.006和-0.187，前者顯著性水平放寬到10%，依然沒有通過檢驗(yàn)；后者在1%的顯著性水平下，能夠通過檢驗(yàn)。這說(shuō)明，懲治腐敗不會(huì)在當(dāng)期通過直接傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)本省的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距產(chǎn)生直接影響，但會(huì)通過間接傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)鄰省的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距產(chǎn)生間接影響。由于量化的腐敗指標(biāo)，只能反映腐敗的暴露程度和懲治腐敗的力度，不能完全反映真實(shí)的腐敗程度，故模型中未能得到懲治腐敗與本省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的負(fù)相關(guān)關(guān)系。但懲治腐敗使得相鄰省份間的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距縮小，這個(gè)結(jié)果依然可信，這也為黨風(fēng)廉政建設(shè)提供了一種經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上的理論支撐。

四、縮小中國(guó)省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的對(duì)策建議

縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，推進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，可從以下幾個(gè)方面著手。

第一，加大對(duì)中西部地區(qū)的資本投入。在物質(zhì)資本方面，應(yīng)該聚焦加大中西部地區(qū)的公共基礎(chǔ)設(shè)施，尤其是交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資力度，以期促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與空間均等化、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高要素配置效率。在人力資本方面，人力資本的提升應(yīng)與物質(zhì)資本的提升相輔相成，中西部地區(qū)應(yīng)不斷完善人才流動(dòng)機(jī)制，加大基礎(chǔ)教育投資力度，提升人力資本；最大限度地留住自主培育的科技人才，并出臺(tái)多重激勵(lì)政策，吸引高水平的人才向本地流動(dòng)。中西部地區(qū)的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向東部地區(qū)的輸出可以通過“干中學(xué)”促進(jìn)技術(shù)的反向梯度轉(zhuǎn)移，這對(duì)縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距具有重要作用。

第二，優(yōu)化中西部地區(qū)資源配置。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來(lái)看，中西部地區(qū)要充分發(fā)揮自身比較優(yōu)勢(shì)，重點(diǎn)發(fā)展與自身優(yōu)勢(shì)相匹配的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，兼顧階段性與差異化，推動(dòng)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)和輔助產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，加大與東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)合作，進(jìn)而縮小省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。從市場(chǎng)化來(lái)看，可考慮建立全國(guó)統(tǒng)一的市場(chǎng)體系，但是同時(shí)要兼顧地方特色。統(tǒng)一市場(chǎng)是要素和商品自由流動(dòng)的必要條件，是經(jīng)濟(jì)效益最大化的重要保障。統(tǒng)一市場(chǎng)有利于推進(jìn)全國(guó)各省份根據(jù)自身優(yōu)勢(shì)形成協(xié)調(diào)分工的發(fā)展格局，最終形成全國(guó)“一盤棋”的良好局面。統(tǒng)一市場(chǎng)需要做到3 個(gè)方面：一是堅(jiān)定不移地推進(jìn)價(jià)格改革，使得各項(xiàng)資源遵循市場(chǎng)供求規(guī)律，實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置；二是消除各種體制性障礙，推進(jìn)各個(gè)地區(qū)的區(qū)域協(xié)作；三是進(jìn)一步完善市場(chǎng)法規(guī)，推動(dòng)市場(chǎng)化制度法制化、規(guī)范化。

第三，提高全要素生產(chǎn)率，發(fā)揮資本要素的空間均衡配置，促使全要素生產(chǎn)率成為新時(shí)代區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的新動(dòng)力。通過機(jī)制改革、政策創(chuàng)新等手段優(yōu)化創(chuàng)新體系的空間布局，推動(dòng)新經(jīng)濟(jì)和新動(dòng)能的空間均衡，以扭轉(zhuǎn)當(dāng)前對(duì)縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的反向影響。提高全要素生產(chǎn)率可聚焦3 個(gè)方面：一是消除生產(chǎn)要素自由流動(dòng)的體制機(jī)制障礙，引導(dǎo)創(chuàng)新要素在空間上的合理配置；二是繼續(xù)加大中西部地區(qū)及東北地區(qū)的教育培訓(xùn)和技術(shù)研發(fā)投入，以各類人才引領(lǐng)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展，營(yíng)造適合激發(fā)人才創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)熱情的社會(huì)環(huán)境，進(jìn)一步推進(jìn)“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”；三是完善中西部地區(qū)及東北地區(qū)有利于全要素生產(chǎn)率提高的政策機(jī)制，通過建立健全財(cái)政、貨幣、產(chǎn)業(yè)及區(qū)域等經(jīng)濟(jì)政策協(xié)調(diào)機(jī)制，從目標(biāo)和手段上將財(cái)政政策、貨幣政策與產(chǎn)業(yè)政策嚴(yán)格區(qū)分開來(lái)，使其協(xié)同配合、各司其職，從而更好地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

第四，提升中西部地區(qū)的開放水平，推進(jìn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。一是充分發(fā)揮中西部地區(qū)各省份重點(diǎn)城市的引領(lǐng)作用，完善基礎(chǔ)設(shè)施，增強(qiáng)綜合競(jìng)爭(zhēng)力；二是強(qiáng)化區(qū)域合作，鼓勵(lì)在中西部地區(qū)建設(shè)一批自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)、自主創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)、國(guó)家承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)、國(guó)際貿(mào)易“單一窗口”試點(diǎn)省份，打造向西開放的橋頭堡和內(nèi)陸型開放經(jīng)濟(jì)高地，拓展發(fā)展新空間；三是完善沿邊省份的跨境合作機(jī)制，結(jié)合自身優(yōu)勢(shì)，拓展跨境合作領(lǐng)域。

第五，完善與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展總體戰(zhàn)略要求相適應(yīng)的宏觀區(qū)域政策和區(qū)域管理體制，建立高效區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的帶狀聯(lián)通新機(jī)制。與局域性發(fā)展戰(zhàn)略相比，帶狀聯(lián)通新機(jī)制涉及的地域空間范圍更廣泛、合作的內(nèi)容更全面。以“一帶一路”建設(shè)、京津冀協(xié)同發(fā)展、長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展、粵港澳大灣區(qū)建設(shè)、長(zhǎng)三角一體化發(fā)展、黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展為基礎(chǔ)構(gòu)建的區(qū)域發(fā)展新格局，必將成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)向中高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)換的新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)。具體而言，要以“一帶一路”建設(shè)、長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展、黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展3 個(gè)東西向經(jīng)濟(jì)帶的有機(jī)融合，統(tǒng)籌沿海、沿江、沿邊及內(nèi)陸省份的開放發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)東中西部地區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展；以京津冀協(xié)同發(fā)展、長(zhǎng)三角一體化發(fā)展、粵港澳大灣區(qū)建設(shè)3個(gè)北中南經(jīng)濟(jì)核心區(qū)的發(fā)展促進(jìn)南北省份的協(xié)調(diào)發(fā)展。

注釋

①由于部分省份2017 年的部分指標(biāo)缺失過多，故本文的研究節(jié)點(diǎn)截至2016 年。②表中數(shù)據(jù)為各產(chǎn)業(yè)、區(qū)域?qū)^(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的貢獻(xiàn)率，其中，區(qū)域內(nèi)差距的貢獻(xiàn)率為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)、東北地區(qū)內(nèi)部差距貢獻(xiàn)率之和。貢獻(xiàn)率為負(fù)表示其作用力與差距變化的方向相反。